Henryk Domański Polska Akademia Nauk

(1)

Henryk Domański

Polska Akademia Nauk

WPŁYW PRZYNALEŻNOŚCI KLASOWEJ NA POSTAWY WYBORCZE W LATACH 1991–2001

Celem tej analizy jest ustalenie, jak zmieniał się wpływ przynależności klaso−

wej na postawy wyborcze w Polsce w latach 1991–2001. Opierając się na danych Polskiego Generalnego Sondażu Społecznego porównuję wpływ przynależności do podstawowych segmentów struktury społecznej na deklaracje respondentów, dotyczące głosowania na partie polityczne w wyborach parlamentarnych z 1991, 1993, 1997 i 2001 roku. Wyniki analizy wskazują, że: (i) w rozpatrywanym prze−

dziale czasowym zależność ta była znacząca, (ii) ulegała istotnym zmianom, przy czym zmiany te nie postępowały w jednym kierunku, (iii) zmianom w sile związku towarzyszył brak zmian preferencji wyborczych ze strony reprezentan−

tów analizowanych segmentów klasowych. W ostatniej części porównuję siłę tej zależności w 17 krajach na podstawie danych Europejskiego Sondażu Społeczne−

go z 2002 roku. Polska okazuje się krajem, w którym przynależność klasowa wy−

wiera relatywnie mały wpływ na postawy wyborcze. Ustalenia te można trakto−

wać jako przyczynek do prowadzonej od kilkudziesięciu lat dyskusji na temat za−

nikania struktury klasowej. Wynik dla Polski dostarcza pewnego argumentu na rzecz tezy, że klasy istnieją, chociaż – biorąc pod uwagę krótkość analizowa−

nego okresu – trudno go potraktować jako argument wiążący.

Główne pojęcia: preferencje wyborcze, przynależność klasowa, zanikanie klas.

Przedstawiono wiele argumentów przemawiających za występowaniem po−

działów klasowych. Za jeden z najistotniejszych zwykło się uznawać ich wpływ na preferencje wyborcze. Wynika to z założenia przyjmowanego na gruncie wpływowych teorii, że polityka jest dziedziną, w której realizowane są podsta−

Instytut Filozofii i Socjologii PAN, ul. Nowy Świat 72, 00–330 Warszawa, e−mail: hdomansk@

ifispan.waw.pl

(2)

wowe interesy i podejmowane są najistotniejsze decyzje. Jeżeli więc przynależ−

ność klasowa coś znaczy – a klasy są podmiotami historii, a nie tylko statystycz−

nymi zbiorami jednostek – to jej świadectwem powinny być różnice w zachowa−

niach politycznych członków tych klas.

Występowanie tej zależności potwierdziły wyniki pierwszych analiz. Zgodnie z oczekiwaniami, w Stanach Zjednoczonych i Anglii robotnicy częściej popiera−

li kandydatów opcji lewicowej, podczas gdy kategorie zaliczane do klasy śred−

niej głosowały na kandydatów prawicy. Wyniki te potraktowano jako empirycz−

ny wskaźnik obecności klas. Jednak głośniejszym echem odbiły się – wkrótce podjęte – analizy tej zależności w przekroju czasowym. Dostarczyły one przesła−

nek do wysunięcia tezy o malejącym znaczeniu pozycji klasowej na kształtowa−

nie się postaw wyborczych. W miarę upływu lat, reprezentanci working class co−

raz częściej – jak stwierdzono – zasilali elektorat prawicy (Rose 1958; Nisbet 1959; Berger 1960). Wynik ten potraktowano jako świadectwo zacierania się po−

działów klasowych i dodatkowy argument w prowadzonej w tym czasie dysku−

sji o „zburżuazyjnieniu” klasy robotniczej w społeczeństwach zachodnich.

Teza o zanikaniu podziałów klasowych spotkała się z krytyką prowadzoną z perspektywy różnych teorii. Zwolennicy tej tezy odpowiedzieli kontrkrytyką, zapoczątkowując fale polemik. Ostatnia z nich wystąpiła w latach dziewięćdzie−

siątych wieku, a jej kulminacją stała się książka Jana Pakulskiego i Malcolma Watersa Death of Class (1996). Cytowani autorzy, należący do zwolenników po−

glądu o zanikaniu klas, zebrali różne argumenty wskazujące na rozmywanie się podziałów klasowych w sferze postaw wyborczych. Nie można nie wyrazić po−

glądu, że sformułowany przez nich wniosek był rezultatem dedukcji, odwołują−

cej się do potocznych obserwacji i wyników stosunkowo prostych analiz, w prze−

ciwieństwie do zwolenników tezy o utrzymywaniu się klas, których argumenta−

cja opierała się na zastosowaniu sformalizowanych modeli pomiaru.

Konfrontacja sprzecznych stanowisk nie doprowadziła do jednoznacznej kon−

kluzji, chociaż wyniki analiz ilościowych przemawiają raczej za utrzymywaniem się podziałów klasowych. Zmniejszenie się wpływu przynależności klasowej na postawy wyborcze stwierdzono tylko w krajach skandynawskich i w Anglii, przy czym zwolennicy ostrożnych interpretacji traktują raczej ten wynik jako świadectwo sprowadzenia tradycyjnie silnej zależności (w tych krajach) do „nor−

malnego” poziomu, niż jako przejaw zanikania podziałów klasowych (Nieuwbe−

erta i de Graaf 1999; Evans 1999). W innych krajach zachodnich – bo do nich ograniczała się większość analiz – odnotowano na przemian okresy mniejszego i silniejszego wpływu przynależności klasowej na preferencje wyborcze.

Celem moich analiz jest prześledzenie tej zależności dla Polski. Jej analiza uzyskała empiryczny sens dopiero po zmianie ustroju, chociaż odnotujmy, że próby jej uchwycenia podejmowano już dla wcześniejszego okresu (Ostrowski i Przeworski 1996). Jeżeli chodzi o społeczeństwa postkomunistyczne, to kwe−

(3)

stia wpływu przynależności klasowej na preferencje wyborcze doczekała się już analiz na Węgrzech, w Czechach, w Polsce i Rosji. Zmiany tej zależności rozpa−

trywano w tych krajach w krótkim – z konieczności – przedziale czasowym. Mo−

je analizy – które przedstawiam poniżej – dotyczą nieco dłuższego okresu, w któ−

rym postawy wyborcze mogły się stać realną osią krystalizacji podziałów klaso−

wych. Opierając się na danych z Polski, dotyczących wyborów parlamentarnych w 1991, 1994, 1997 i 2001 roku, próbuję odpowiedzieć na pytanie, czy wpływ pozycji klasowej na preferencje wyborcze zwiększa się, maleje i czy w ogóle się zmienia.

Geneza i teraźniejszość problemu

Kapitalizm był jeszcze młodym systemem, gdy pojawiły się pierwsze głosy, że zaczynają w nim zanikać nierówności klasowe. Inspiracją do wysunięcia tej tezy stała się książka Edwarda Bernsteina Zasady socjalizmu i zadania socjalnej demokracji (1901). Opierając się na analizie statystyk dotyczących warunków materialno−bytowych Bernstein wskazał na wzrost stopy życiowej robotników w krajach zachodnich i korzystne zmiany w ustawodawstwie socjalnym. Refor−

my te stworzyły możliwość stopniowego łagodzenia konfliktów klasowych – ar−

gumentował Bernstein – co dla struktury klasowej rysowało perspektywę zanika−

nia tradycyjnego podziału między kapitałem a pracą.

Książka Bernsteina ukazała się w 1897 roku. Od tego czasu przeprowadzono wiele analiz, dotyczących zmian w strukturze klasowej, interpretując je w kon−

tekście przekształceń systemu ekonomicznego, rozwoju gospodarki kapitali−

stycznej, rozpowszechnienia kultury masowej, przemian organizacji pracy i in−

nych tendencji, których nie było w czasach, gdy Karol Marks i Max Weber two−

rzyli teorie. Argumenty przemawiające za zanikaniem klas przybierały zawsze na sile w okresach prosperity, pociągającej – na ogół – wzrost poziomu zamoż−

ności i stopy życiowej. Rzeczywiście, w miarę upływu czasu płace niektórych kategorii robotników zaczęły przewyższać zarobki pracowników umysłowych niższego szczebla. W społeczeństwach takich jak Stany Zjednoczone i Anglia członkowie klasy robotniczej stawali się posiadaczami domów o przyzwoitym standardzie. Równoległym torem dokonywały się zmiany w strukturze zawodo−

wej, gdzie odsetek kategorii robotniczych ulegał stopniowemu zmniejszeniu, ustępując kategoriom pracowników umysłowych i usług. Fakty te – nie zapomi−

nając o rozpowszechnianiu się własności akcyjnej – można było interpretować jako świadectwo zacierania się nierówności klasowych.

Procesy te nabrały tempa w ostatnich dekadach XX stulecia, gdy zwrócono uwagę na kształtowanie się nowych podziałów społecznych. Wśród wymienia−

nych najczęściej wskazuje się na zróżnicowanie według sektorów gospodarki

(4)

(w podziale na prywatny−publiczny), bardziej „elastyczne” formy zatrudnienia (na stałe i na krótkookresowym kontrakcie), wzrost roli podziałów regionalnych i narodowościowo−etnicznych. Wypierają one na dalszy plan – jak utrzymują re−

prezentanci tego poglądu – tradycyjne podziały, związane z rynkiem pracy i sto−

sunkami własności. Procesy te przypisuje się efektowi globalizacji, indywiduali−

zacji, rozprzestrzenianiu się ryzyka i różnych zagrożeń (Inglehart 1997; Beck 1996; Castells 2000; Giddens 2000).

W centrum dyskusji znalazł się też wpływ przynależności klasowej na prefe−

rencje wyborcze. Historycznie rzecz biorąc zależność tę uchwycono w analizach prowadzonych w ramach stosunkowo prostego schematu. Pierwsi analitycy od−

woływali się do dwuwymiarowej tabeli „preferencje wyborcze a klasa”. Zarów−

no preferencje wyborcze, jak i przynależność klasową operacjonalizowano w tych analizach w postaci dychotomicznego podziału: „lewica–prawica” i pra−

cownicy umysłowi–fizyczni. Najczęściej stosowanym miernikiem wpływu przy−

należności klasowej był indeks Alforda, obliczany jako różnica między odset−

kiem głosów oddanych na partie lewicowe: przez robotników i – oddzielnie – przez kategorie pracowników umysłowych rozpatrywanych ogółem.

Analizy prowadzone na tych danych dostarczyły głównego impulsu do wysu−

nięcia tezy o zanikaniu klas. Analizując je dla różnych punktów czasowych stwierdzono, że w miarę upływu lat maleje odsetek robotników głosujących na partie lewicy (Creve 1984; Robertson 1984; Rose i McAllister 1986; Clark i Lipset 1991; Franklin i in. 1992). Wynik ten potraktowano jako świadectwo rozmywania się ostrości podziałów klasowych. Wśród możliwych źródeł tego procesu wskazywano na wzrost zamożności i stopy życiowej klasy robotniczej, postępujący spadek jej udziału w strukturze społecznej, a z czynników świado−

mościowych – reorientację na postmaterializm w sferze wartości, traktowaną ja−

ko odzwierciedlenie malejącego znaczenia warunków materialno−bytowych w kreowaniu konfliktów (Inglehart 1997). Interesującą interpretację przedstawił John Goldthorpe (1996). Szukając wyjaśnienia w teorii racjonalnego wyboru wskazuje on, że wpływ przynależności klasowej na postawy wyborcze jest mniejszy, ponieważ postępujący we wszystkich krajach wzrost poziomu wy−

kształcenia zwiększa możliwości poznawcze wyborców. Ludzie coraz częściej dokonują racjonalnej kalkulacji przy dokonywaniu wyborów, kierują się wła−

snym interesem i dlatego preferencje polityczne podporządkowane są realizacji konkretnych celów życiowych, nieuwzględniających tak silnie „kolektywnych”

interesów grupowych jak kiedyś.

Jeżeli (obiektywnie biorąc) jedną stroną tego procesu są przekształcenia struktury klasowej, to drugą są zmiany na scenie partyjnej. Już w latach pięćdzie−

siątych ubiegłego stulecia zwrócono uwagę, że partie polityczne starają się pozy−

skać elektorat wszystkich klas naraz, posługując się w tym celu strategią określa−

ną w krajach anglosaskich mianem catch all (Downs 1957). Rezultatem tej stra−

(5)

tegii jest odchodzenie partii lewicowych od radykalizmu na rzecz przejmowania postulatów liberalnej gospodarki rynkowej. Z drugiej strony, partie prawicowe zaczynają ewoluować w kierunku przyjaznego konserwatyzmu „z ludzką twa−

rzą”, realizującego hasła opieki socjalnej. Dlatego też – argumentują krytycy – wyborcom coraz trudniej dokonywać wyboru na podstawie kryteriów klaso−

wych i wpływ klasy na postawy wyborcze musi się zmniejszać.

Należy zauważyć, że zwolennikami tezy o „śmierci klas” stali się raczej ob−

serwatorzy struktury społecznej, analizujący rzeczywistość od strony teorii, niż jej systematyczni badacze. Zastrzeżenia przeciwników tej tezy wzbudzały: traf−

ność pomiaru zmiennych i niski stopień porównywalności danych w perspekty−

wie czasowej. Krytycy tezy o „śmierci klas” podkreślają, że – jeżeli chodzi o po−

miar – to interpretacje mówiące o malejącym wpływie przynależności klasowej pochodzą z wczesnego etapu metodologii ilościowej, w którym dominowały sto−

sunkowo proste schematy analiz. Operacjonalizowanie klas w postaci dychoto−

mii „umysłowi−fizyczni” było koniecznością, podyktowaną w znacznym stopniu posługiwaniem się różnymi definicjami preferencji wyborczych i „klas”, co wy−

muszało praktykę sprowadzania ich do najprostszego podziału. Stwierdzono też, że weryfikacja hipotezy o zanikaniu klas wymaga wydłużenia perspektywy cza−

sowej.

Krytyka metodologiczna stała się punktem wyjścia do podjęcia tych analiz na nowo. Problem wydłużenia ciągu obserwacji uległ samoistnemu rozwiązaniu w wyniku sukcesywnego prowadzenia tych badań. Zwolennicy ścisłego pomiaru zaczęli stosować bardziej trafne wskaźniki przynależności klasowej, odchodząc od podziałów dychotomicznych w kierunku operacjonalizacji uwzględniającej złożony charakter tych zjawisk. Zrobiono również znaczący krok naprzód w kie−

runku udoskonalenia pomiaru zależności między zmiennymi. W analizach ilo−

ściowych zawsze zwracano uwagę, że rozpatrując siłę związku między zmienny−

mi powinno się kontrolować komponent będący pochodną ich „rozkładów brze−

gowych”. W przypadku analizy wpływu przynależności klasowej oznacza to, że od „czystej” zależności należy oddzielić siłę tzw. efektu strukturalnego, na który składają się liczebności klas i elektoratów partyjnych. Dopiero tak wyspecyfiko−

wana zależność stanowi trafne odzwierciedlenie roli podziałów klasowych – jak argumentowali zwolennicy ścisłego podejścia – a ponieważ kontroli tej nie ro−

biono, dotychczasowe analizy mówiące o malejącym wpływie przynależności klasowej na postawy wyborcze obciążone są błędem.

W istocie rzeczy, analizy prowadzone przy kontroli „efektów brzegowych”

nie wykazały jednokierunkowych tendencji (Weakliem 1991; Hout i in. 1999;

Manza i Brooks 1999; Evans 1999; 2000; Nieuwbeerta i de Graaf 1999; Gold−

thorpe 2002; Andersen i in. 2006). Dla większości analizowanych krajów zmia−

ny wpływu przynależności klasowej na postawy wyborcze były nieduże, a siła tej zależności na przemian malała i rosła. Zmniejszenie się wpływu przynależności

(6)

klasowej stwierdzono tylko w krajach skandynawskich i w Anglii. Paul Nie−

uwbeerta i Nan Dirk de Graaf (1999) wyjaśniają ten fakt występowaniem trady−

cyjnie głębokiej polaryzacji postaw politycznych w tych krajach, wzmacnianej przez wyjątkowo silne związki zawodowe. Z tego też względu zmniejszenie się tam wpływu przynależności klasowej na postawy wyborcze zinterpretowano nie tyle jako świadectwo zanikania klas, ile raczej upodabniania się sytuacji w kra−

jach skandynawskich i w Anglii do innych społeczeństw.

Hipotezy dotyczące polskiego kontekstu

Tak więc nie udało się rozstrzygnąć sporu, dotyczącego zanikania/niezanika−

nia podziałów klasowych, mimo postępu, jakiego dokonano w dziedzinie pomia−

ru. Wynika to stąd, że zwolennicy przeciwnych stanowisk odwołują się do inne−

go rozumienia klas i co innego uznają za empiryczne dowody. Należy podkreślić, że w socjologii ilościowej nie jest to już spór o fundamentalną kwestię trwałości klas, ale o rozstrzygnięcie analitycznego problemu zawierającego się w pytaniu:

jak zmienia się wpływ przynależności klasowej na postawy wyborcze. Cytowa−

ni powyżej autorzy nie zamykają oczu na czynniki osłabiające rolę nierówności klasowych i nie negują nakładania się na nie innych linii podziału.

Podobnie można zdefiniować cel moich analiz. Badania prowadzone w spo−

łeczeństwach postkomunistycznych pozwalają wysnuć wstępny wniosek, że po−

działy społeczne przybierają w nich kształt zbliżony do występujących w rozwi−

niętych krajach zachodnich (Domański 2000). Trudniej ocenić, w jakim stopniu dotyczy to również zachowań wyborczych. Pewnych przesłanek dostarczają tu wyniki analiz, prowadzonych na Węgrzech, w Czechach, Polsce i Rosji. Wystę−

powanie istotnej zależności między preferencjami w wyborach do parlamentu a przynależnością klasową stwierdzono na Węgrzech, w Czechach i w Polsce, przy czym istotne jest to, że w przekroju czasowym była to zależność stabilna (Szelenyi i in. 1997; Domański 1999; Mateju i in. 1999). Charakterystycznym wyjątkiem jest Rosja, gdzie nie uchwycono znaczącej zależności między dekla−

racjami dotyczącymi wyborów prezydenckich a pozycją klasową. Nie udało się tam również ustalić zależności między pozycją klasową a poglądami dotyczący−

mi stosunku do gospodarki rynkowej (Evans i Whitefield 1999). Rosja była naj−

dłużej pozbawiona dostępu do demokracji i zachowania polityczne wydają się być tam słabym testem dla rozstrzygnięcia problemu zanikania klas.

W cytowanych analizach dla Polski porównano wpływ przynależności klaso−

wej wyborców na poparcie dla partii politycznych w wyborach z 1991 i 1997 ro−

ku. Przynależność klasowa została zoperacjonalizowana w podziale na kilkana−

ście segmentów definiowanych głównie przez zawód. Z kolei, zmienną „prefe−

rencje wyborcze” zdefiniowano w postaci podziału na cztery bloki partyjne. By−

(7)

ły nimi: (i) Sojusz Lewicy Demokratycznej i Unia Pracy, (ii) Solidarność i – w 1997 roku – Akcja Wyborcza Solidarność (AWS), (iii) Unia Demokratycz−

na i Kongres Liberalno−Demokratyczny, a po zjednoczeniu – Unia Wolności, (iv) Polskie Stronnictwo Ludowe i inne partie chłopskie. Podział ten nie wyczerpy−

wał spektrum sceny politycznej w Polsce, ale tylko wymienione powyżej partie występowały we wszystkich wyborach i tylko je można było porównać pod ką−

tem wpływu przynależności klasowej na postawy wyborcze.

Po przeanalizowaniu tych zależności okazało się, że – po pierwsze – pozycja klasowa w znaczącym statystycznie stopniu różnicowała preferencje wyborcze.

Wynik te potwierdzili Kazimierz Słomczyński i Goldie Shabad (2000) analizu−

jąc wpływ przynależności klasowej na głosowanie w wyborach parlamentarnych z 1993 roku. Po drugie, siła tej zależności utrzymała się bez większych zmian w latach 1991–1997. Do podobnego wniosku prowadzą wyniki analiz Jacka Ra−

ciborskiego, który porównuje wzory głosowania w wyborach z 1991 i 1993 ro−

ku. Okres objęty porównaniami był krótszy – Raciborski (1997: 198–199) sfor−

mułował na tej podstawie mocny wniosek o krystalizacji postaw wyborczych ze względu na cechy statusu jednostek. Podsumowując, wyniki tych analiz można było interpretować jako empiryczne świadectwo występowania podziałów o cha−

rakterze klasowym w sferze postaw.

Polska socjologia włączyła się do międzynarodowej debaty na temat zanika−

nia klas, niemniej jednak związek ten odnotowano w krótkim przedziale czaso−

wym. Nie musiał on znaleźć kontynuacji w późniejszym okresie, biorąc zaś pod uwagę, że dla struktury społecznej najistotniejsza jest trwałość, ważne jest, żeby tę kwestię rozstrzygnąć. Główne pytanie jest następujące: czy przynależ−

ność klasowa różnicuje postawy wyborcze i czy kryją się za tym prawidłowości, które można interpretować w duchu obecności klas? Jeżeli tak – to zależność ta powinna się zwiększać, lub przynajmniej utrzymywać na znaczącym poziomie.

Prześledzimy ją, analizując dane dotyczące wyborów parlamentarnych od 1991 do 2001 roku.

Można tu zarysować kilka scenariuszy wydarzeń. Najogólniejszą przesłanką zaostrzenia się podziałów politycznych na podłożu klasowym są czynniki zwią−

zane ze zmianą ustroju. W krajach zachodnich systemowym podłożem wpływu przynależności klasowej na preferencje wyborcze był rozwój demokracji i for−

mowanie się kapitalistycznych struktur rynkowych. Od kilkunastu lat procesy te stały się również definicyjną cechą systemu kształtującego się w Polsce. Obec−

ności ich nie trzeba szczegółowo dowodzić, potraktujemy je zatem jako pierwszy argument przemawiający za zwiększeniem się wpływu przynależności klasowej na postawy wyborcze.

Być może znajduje u nas również zastosowanie teoria – byłby to drugi argu−

ment – która mówi, że w okresach recesji ekonomicznej dokonuje się polaryza−

cja poglądów politycznych o charakterze „klasowym” (Inglehart 1997). W przy−

(8)

padku Polski należałoby – dla ścisłości tego porównania – nadmienić, że teoria ta odnosi się bardziej do sfery świadomości społecznej niż do recesji mierzonej obiektywnymi wskaźnikami rozwoju. Faktem jest, że mimo systematycznego wzrostu dochodu narodowego, któremu towarzyszył wzrost konsumpcji i real−

nych dochodów ludności, od 1992 roku wzrosło niezadowolenie z sytuacji mate−

rialnej (deklarowane w badaniach), a większość społeczeństwa negatywnie oce−

nia kierunek dokonujących się zmian (Domański i in. 2005).

Jednak więcej argumentów przemawia na rzecz tezy o rozmywaniu się wpły−

wu pozycji klasowej na postawy wyborcze. Po pierwsze, nawiązując do grupy znanych – chociaż niepotwierdzonych teorii – należy uwzględnić wpływ kultury masowej, wzorów konsumpcji i wartości postmaterialistycznych, których zna−

czenie podkreśla m.in. Ronald Inglehart (1997). W odniesieniu do krajów za−

chodnich zjawiska te traktowane są jako czynniki erozji „lojalności” politycz−

nych i granic klasowych. Nie ma powodu sądzić, żeby nie działały one i u nas.

Drugą grupą przesłanek jest niestabilne podłoże sceny politycznej w Polsce.

Na przestrzeni ostatnich kilkunastu lat zmieniono konstytucję i prawo wyborcze, zmieniało się prawo o partiach i o finansowaniu ich działalności, trwają też spo−

ry, jaka ma być rola środków masowego przekazu w kampanii wyborczej. Cha−

rakterystyczną cechą młodych demokracji, do których należy i Polska, jest płyn−

ność programów partyjnych, niespójność założeń ideologicznych i duża ruchli−

wość między partiami na poziomie liderów (Raciborski 1997; Wesołowski 2004). Zjawiska te nie sprzyjają identyfikacjom partii przez potencjalnych wy−

borców, co w szczególności dotyczy kluczowego dla naszych analiz wymiaru

„lewica–prawica”. W przypadku Polski wyrazistość tego podziału osłabia jego dekompozycja w kwestiach moralno−obyczajowych i ekonomiczno−socjalnych.

Wymiar ten inaczej różnicuje partie polityczne w kwestii stosunku do aborcji, mniejszości seksualnych i roli Kościoła – gdzie na lewicy sytuuje się Sojusz Le−

wicy Demokratycznej, na prawicy są Liga Polskich Rodzin i Prawo i Sprawiedli−

wość, a Platforma Obywatelska jest partią centrową – inaczej zaś w wymiarze ekonomiczno−socjalnym, gdzie PO reprezentuje liberalizm tradycyjnej prawicy, podczas gdy LPR i PiS optują – razem z SLD – w kierunku stanowiska klasycz−

nej lewicy. Dekompozycja podziału na lewicę i prawicę jest w Polsce silniejsza niż w społeczeństwach zachodnich, chociaż i tam świadectw jego rozmycia jest dużo (Evans 1999).

Trzecim czynnikiem przemawiającym na rzecz słabego wpływu przynależno−

ści klasowej na zachowania wyborcze jest nieobecność historycznego podłoża.

W krajach Europy Zachodniej systemy partyjne wyrosły z partii masowych, a ich profil adresowany był od początku do podstawowych segmentów struktury spo−

łecznej, podczas gdy w Polsce i w innych krajach postkomunistycznych system partyjny zaczyna się dopiero rozwijać (Mair 1997). Mirosława Grabowska (2004: 227) analizując te różnice wskazuje, że w krajach Europy Środkowo−

(9)

−Wschodniej partie polityczne o rodowodzie niekomunistycznym rozwinęły się z organizacji o charakterze elitarnym i były tworzone odgórnie. W tej sytuacji trudno jest nadrobić dystans dzielący Polskę od demokracji zachodnich, tym bar−

dziej że mobilizacji masowego elektoratu przeciwdziała słabość instytucji społe−

czeństwa obywatelskiego i brak tradycji w tworzeniu organizacji nastawionych na systematyczne działanie.

Kolejnym czynnikiem, do którego odwołują się zwolennicy tezy o śmierci klas, a który może mieć zastosowanie i u nas, są identyfikacje, wykraczające po−

za granice podziałów klasowych. Chodzi o wspólnoty i solidaryzmy społeczne, które dochodzą do głosu pod wpływem doniosłych wydarzeń, takich jak klęski żywiołowe i wojny (Campbell i in. 1960). W przypadku Polski rolę spoiwa za−

cierającego podziały klasowe spełnia – być może – religia katolicka, której zna−

czenie dla tożsamości politycznych dokumentuje Grabowska (2004). Nie można w tym kontekście pominąć znaczenia symboli narodowych, które w przypadku Polski przesłaniały na ogół symbolikę klasową i mogą ją obecnie osłabiać.

Pierwsze kilkanaście lat po zmianie ustroju upłynęło pod znakiem wyzwań glo−

balizacji i perspektyw utraty suwerenności narodowej na rzecz międzynarodo−

wych korporacji i Unii Europejskiej. Wprawdzie ważną rolę odegrały tu propa−

ganda polityczna i media, niemniej jednak wykreowano w ten sposób pewną wi−

zję przyszłości, która zawisła nad Polską i prawdopodobnie zaistniała w umy−

słach.

Wróćmy na koniec do zmian w strukturze społecznej. Z jednej strony, w cią−

gu ostatnich kilkunastu lat wystąpiły w Polsce procesy, które obiektywnie rzecz biorąc, sprzyjają zależności między postawami wyborczymi a przynależnością klasową. Należałoby do nich przede wszystkim zaliczyć wzrost nierówności ma−

terialnych, czego odzwierciedleniem stał się dystans w hierarchii dochodów mię−

dzy kategoriami robotniczymi, a pracownikami umysłowymi kandydującymi do roli klasy średniej w Polsce (Domański 1999). Z drugiej strony, argumentem na rzecz malejącej roli podziałów klasowych może być hipoteza dotycząca de−

mobilizacji klasy robotniczej, którą sformułował David Ost (1995). Wskazuje on, odwołując się do wyników swych badań, że zmiana ustroju i kształtowanie się stosunków rynkowych spowodowało zmianę strategii działania przywódców ru−

chu robotniczego. Zaczęli oni, z konieczności, realizować zadania podporządko−

wane efektywności i racjonalności rynkowej, porzucając zadania walki o sprawy socjalne i interesy klasowe. Wynikająca stąd dezintegracja i brak spójności dzia−

łania liderów były czynnikiem osłabiającym znaczenie robotników na scenie pu−

blicznej.

W świetle przytoczonych tu faktów trudno o sformułowanie jednoznacznych hipotez. Z jednej strony, zarysowanie się podziałów klasowych mogło ukształto−

wać pewne podłoże dla preferencji wyborczych. Z drugiej – ujednolicający wpływ masowej konsumpcji, niestabilność sceny politycznej i chaos są natural−

(10)

nymi czynnikami destrukcji, nie zapominając o braku historycznego podłoża.

W analizach na temat zanikania klas funkcjonuje rozróżnienie na class politics i class voting, do którego warto się w tym momencie odwołać. Sytuacja class po−

litics (którą można określić mianem „polityki klasowej”) charakteryzuje się wy−

stępowaniem niezmiennej zależności między określonymi preferencjami wybor−

czymi a przynależnością klasową jednostek. Inaczej mówiąc, reprezentanci tych samych klas nie zmieniają preferencji wyborczych – przykładowo więc w Anglii robotnicy stale głosują na Partię Pracy, a klasy średnie preferują Partię Konser−

watywną. Słabsza zależność występuje w przypadku class voting („głosowanie klasowe”) – przynależność klasowa różnicuje tu postawy wyborcze, jednak z upływem czasu wzór tej zależności może się zmieniać, i tak np. klasa robotni−

cza przenosi poparcie z partii socjaldemokratycznych na populistyczne, a klasa średnia zaczyna częściej głosować na partię Zielonych (Mair 1993).

Interpretację tę zweryfikujemy na danych dla Polski, gdzie wskaźnikiem wpływu przynależności klasowej będą preferencje dla czterech partii, które bra−

ły udział we wszystkich wyborach w latach 1991–2001. W polskim kontekście wskaźnikiem najbardziej lewicowych wyborów jest głosowanie na koalicję SLD i Unia Pracy. W drugim bloku jest PSL i inne partie chłopskie – wyłączając Sa−

moobronę. Trzeci blok to Solidarność, występująca od 1997 roku pod szyldem ko−

alicji AWS. Wreszcie, czwarty blok obejmuje elektorat Unii Demokratycznej i KLD, występujących w 1997 roku jako Unia Wolności; po rozłamie UW (w wy−

borach 2001 roku) jest to elektorat Platformy Obywatelskiej i Unii Wolności.

Pierwsza hipoteza dotyczy odpowiedzi na najistotniejsze pytanie – czy wystę−

puje w Polsce zależność między preferencjami wyborczymi a przynależnością klasową? Za udzieleniem odpowiedzi twierdzącej przemawiają: wzrastająca rola stosunków rynkowych, utrzymywanie się silnych podziałów społecznych, a tak−

że wyniki dotychczasowych analiz, które dostarczyły dowodów, że już w pierw−

szych latach przejścia do kapitalizmu przynależność klasowa różnicowała posta−

wy wyborcze. Uzasadnia to wysunięcie hipotezy, że w społeczeństwie polskim jest to w dalszym ciągu zależność znacząca.

Druga hipoteza dotyczy zmian w czasie. Zwiększeniu się siły zależności mię−

dzy preferencjami wyborczymi a przynależnością klasową sprzyjają procesy kry−

stalizacji nierówności społecznych. Jednak zależy to również od krystalizacji sceny politycznej, na której oznak krystalizacji podziałów między partiami nie widać. Zakładamy więc, że w latach 1991–2001 wpływ przynależności klasowej na głosowanie w wyborach nie powinien się zwiększyć.

Trzecia hipoteza dotyczy wzorów tej zależności w nawiązaniu do rozróżnie−

nia na class politics i class voting. Wskaźnikiem „polityki klasowej” byłoby utrzymywanie się wpływu pozycji klasowej na rozkład deklaracji wyborczych.

Natomiast przypadek słabszy – „głosowania klasowego” – identyfikowałaby sy−

tuacja, w której wystąpieniu znaczącej zależności towarzyszy zmiana wzoru pre−

(11)

ferencji wyborczych w postaci „ruchliwości” preferencji klasowych. Niedojrza−

łość demokracji i brak historycznego podłoża przemawiają bardziej za wzorem

„głosowania klasowego” niż „polityki klasowej”. Hipoteza trzecia mówi więc o tym, że w latach 1991–2001 przynależność klasowa różnicowała postawy wy−

borcze, jednak wzór tej zależności prawdopodobnie zmieniał się w czasie, czego przejawem mogło np. być przenoszenie poparcia przez inteligencję z Solidarno−

ści na PO lub robotników z SLD na AWS lub Samoobronę.

Czwarta hipoteza odnosi się do międzynarodowego kontekstu. Dotychczaso−

we analizy porównawcze ograniczały się do społeczeństw zachodnich. W szcze−

gólności – nie próbowano zmierzyć różnic w sile wpływu przynależności klaso−

wej na postawy wyborcze między krajami zachodnimi a Polską. Nie miniemy się z prawdą stwierdzając, że dopiero system demokratyczny stworzył strukturalne podłoże kształtowania się wpływu przynależności klasowej, jednak w Polsce po−

winien być on w dalszym ciągu słabszy w porównaniu do rozwiniętych demokra−

cji rynkowych. Hipotezę tę zweryfikujemy na międzynarodowych danych, po−

chodzących z badania Europejski Sondaż Społeczny.

Dane i zmienne

Podstawą moich analiz będą deklaracje wyborcze respondentów uzyskane z Polskiego Generalnego Sondażu Społecznego, które jest powtarzalnym bada−

niem, realizowanym według identycznego schematu, jeżeli chodzi o dobór pró−

by, porównywalność pytań i konstrukcję wskaźników. W przypadku Polski dane PGSS dostarczają najbardziej wiarygodnego materiału do przeanalizowania zmian w tak długim przedziale czasowym.

W analizach uwzględniłem edycje PGSS dla 1992, 1994, 1999 i 2002 roku.

W 1992 roku PGSS objął 1647, w 1994 roku – 1609, w 1999 – 2282, a w 2002 roku 2473 mężczyzn i kobiet od 18 roku życia w górę. W 1992 roku ankieterzy przedstawiali respondentom kartę z nazwami partii i – odnosząc je do wyborów do Sejmu i Senatu z 1991 roku – zadawali pytanie: „Z jakiej listy kandydowała osoba, na którą P. głosował(a)?”. Pytanie to było identyczne we wszystkich czte−

rech badaniach.

W celu rozstrzygnięcia hipotezy 4 – dotyczącej porównania Polski z innymi krajami – posłużyłem się danymi Europejskiego Sondażu Społecznego przepro−

wadzonego w 2002 i 2003 roku. ESS, którego celem jest monitorowanie waż−

nych zależności i postaw, realizowany jest na ogólnokrajowych próbach loso−

wych reprezentujących ludność od 15 roku życia w górę (zob. Sztabiński 2004).

W przypadku Polski efektywnie zrealizowana próba objęła 2110 osób.

Należy przypomnieć, że w socjologii zachodniej standardowym schematem operacjonalizacji zmiennej „postawy wyborcze” jest dychotomiczny podział „le−

(12)

wica–prawica”. Jego zaletą są: porównywalność i wydobycie centralnej osi po−

tencjalnego konfliktu. Z kolei wadą jest wtłoczenie różnych partii w ramy uproszczonego podziału „tak–nie”, czego efektem jest osłabienie trafności tej zmiennej. Jednym z możliwych rozwiązań tego problemu jest zdefiniowanie

„preferencji wyborczych” w postaci serii zmiennych zero−jedynkowych: respon−

dentom wybierającym określoną partię przypisywana jest wartość 1, podczas gdy respondenci głosujący na inną partię otrzymują kod zero. Schematem tym posłu−

żyłem się również dla Polski, w odniesieniu do czterech partii wymienionych po−

wyżej, wyróżniając 6 zmiennych zero−jedynkowych, czyli tyle ile było wszyst−

kich par, które można było wyróżnić.

Zmienną „wyjaśniającą” będzie przynależność klasowa. W analizach ilo−

ściowych podnosi się wiele zastrzeżeń, co do możliwości przełożenia teore−

tycznego ujęcia klasy społecznej na „zmienne”. Dotychczas nie wymyślono lepszego sposobu operacjonalizacji klasy społecznej niż przez pozycję zawo−

dową, poziom kwalifikacji, usytuowanie w hierarchii stanowisk i stosunki wła−

sności. Międzynarodowym standardem, który jest stosowany najczęściej, i któ−

ry te cechy uwzględnia, jest klasyfikacja EGP (nazwana tak od inicjałów na−

zwisk trójki autorów). EGP można stosować w postaci bardziej lub mniej szczegółowego podziału, co oczywiście zależy od celu analiz (zob. Erikson i Goldthorpe 1992). Zastosowałem najogólniejszy podział EGP na 5 klas. Są nimi: (i) inteligencja, wyższe kadry kierownicze przedsiębiorstw i urzędnicy państwowi, określani przez twórców EGP mianem service class, (ii) specjali−

ści w zawodach umysłowych średniego szczebla, obejmujący kierowników wydziałów, techników, pielęgniarki, księgowych, pracowników umysłowych wykonujących rutynowe prace biurowe, oraz pracowników umysłowych w usługach i handlu (sprzedawczynie, pracownicy poczt), (iii) właściciele firm i samozatrudniający się właściciele poza rolnictwem, (iv) robotnicy wykwali−

fikowani i niewykwalifikowani, (v) rolnicy, obejmujący robotników rolnych i właścicieli gospodarstw.

Ważna jest następująca uwaga. Zaletą EGP jest jego porównywalność między krajami, jednak jest on mniej trafnym wskaźnikiem przynależności klasowej w odniesieniu do poszczególnych społeczeństw, co stanowi mankament wszyst−

kich międzynarodowych wskaźników. W odniesieniu do polskiego kontekstu trafności EGP można wiele zarzucić. Jednak jest to jedyny schemat podziałów

„klasowych”, które można było skonstruować na danych PGSS. Najistotniejsze jest to, że – jak pokazują wyniki analiz – EGP identyfikuje jednak podstawowe segmenty struktury społecznej (Domański i Przybysz 2004).

(13)

Zmiany preferencji wyborczych

Zacznijmy od ustalenia, jak kształtowało się poparcie dla czterech partii, pa−

miętając, że analizujemy deklaracje, a nie rzeczywiste zachowania wyborcze.

Analiza rozkładów deklarowanego poparcia (tabela 1) nasuwa dwa wnioski.

Wniosek merytoryczny dotyczy zmian w czasie. W latach 1991–2001 relatywnie zwiększał się elektorat koalicji SLD i Unii Pracy, natomiast zmniejszała się ka−

tegoria sympatyków ugrupowania reprezentowanego w latach 1991–1993 przez Unię Demokratyczną i Kongres Liberalno−Demokratyczny, których kontynuacją stały się Unia Wolności i Platforma Obywatelska. Do 2001 roku blok postkomu−

nistyczny zdominował mapę wyborczą, na drugiej pozycji – ale daleko za SLD i UP – znalazł się blok liberalno−centrowy. Jeżeli chodzi o PSL i partie chłopskie, to szczytowym okresem ich popularności były wybory w 1993 roku (20,1% po−

parcia), natomiast ruch Solidarność, a od 1997 roku Akcja Wyborcza Solidar−

ność, przeżywał apogeum w 1997 roku (27,7%). W późniejszym okresie elekto−

raty PSL i AWS wyraźnie maleją.

Tabela 1. Preferencje wyborcze w wyborach do Senatu i Sejmu w 1991, 1993, 1998, 2001 roku – według danych Polskiego Generalnego Sondażu Społecznego i według danych Państwowej Komisji Wyborczej^a(w nawiasach) [w %]

aDane Państwowej Komisji Wyborczej pochodzą z: Markowski (red.) 2002.

Druga uwaga dotyczy sposobu interpretacji tych danych. Jak łatwo stwier−

dzić, rozkłady deklaracji wyborczych odbiegają od prawdziwych rozkładów, je−

żeli za te ostatnie uznamy wyniki głosowania odnotowane przez Państwową Ko−

misję Wyborczą. O ile, według PKW, odsetek głosów oddanych w 1991 roku na SLD i UP wyniósł 14,1%, to w świetle deklaracji respondentów w PGSS kształtował się on na poziomie 6,6%. W przypadku Unii Demokratycznej i KLD było odwrotnie – według PKW partie te uzyskały 19,8% głosów, natomiast gdy−

by polegać na deklaracjach respondentów, to wskaźnik poparcia wyniósł aż

SLD/UP PSL UD/KLD/UW/PO AWS

1991 6,6

(14,1)

8,0 (14,2)

31,7 (19,8)

8,4 (5,1)

1993 23,4

(27,7)

20,1 (15,4)

16,9 (14,6)

6,1 (4,9)

1997 32,8

(34,1)

7,2 (7,3)

14,2 (13,4)

27,7 (33,8)

2001 39,4

(41,4)

9,0 (3,0)

13,6 (9,4)

3,9 (5,6)

(14)

31,7%. Szczegółową ilustracją tych różnic są rozkłady ustalone na podstawie da−

nych PKW, zamieszczone w tabeli 1. Wiadomo, że dane surveyowe obciążone są błędem wynikającym z retrospekcji, formy zadawanego pytania, sytuacji wywia−

du i innych czynników, nad którymi nie mamy kontroli. Nie można ich trakto−

wać jako rzetelnego wskaźnika zachowań wyborczych, są one raczej postawami, które identyfikują potencjalne zachowania i mobilizację do działań.

Wpływ klasy

Jak kształtował się wpływ przynależności klasowej na postawy wyborcze?

Chcąc ustalić siłę tej zależności w przekroju czasowym musimy to pytanie uści−

ślić. Zależność ta jest w znacznym stopniu odzwierciedleniem zmian struktury społeczno−zawodowej, w terminach której operacjonalizowany jest wpływ „kla−

sy społecznej”. Wielokrotnie wskazywano na potrzebę oddzielania efektu zmian

„strukturalnych” argumentując, że tylko wtedy można uchwycić względnie „czy−

sty” wpływ przynależności klasowej na postawy wyborcze. W naszych analizach argumentu tego nie można pominąć. Wiadomo, że w większości krajów zmniej−

sza się relatywny udział robotników i chłopów, natomiast zwiększa się odsetek pracowników umysłowych. Procesy te są naturalnym czynnikiem osłabiającym strukturalne podłoże poparcia dla partii lewicowych i – w odniesieniu do krajów zachodnich – właśnie w tym można było upatrywać głównej przyczyny obniże−

nia się siły całkowitego związku między preferencjami wyborczymi a przynależ−

nością klasową jednostek. Koronnym argumentem zwolenników oddzielania

„efektu strukturalnego” jest to, że zmiany w sile całkowitej zależności nie są traf−

nym odzwierciedleniem preferencji wyborczych, wynikających z przynależności klasowej. W istocie, po wyłączeniu efektu zmieniającej się struktury społecznej, siła tej zależności nie wykazywała – dla większości krajów – tendencji spadko−

wych. Nie podejmując w tym miejscu dyskusji, czy trafniejszym miernikiem wpływu przynależności klasowej jest rozpatrywanie go w postaci całkowitej za−

leżności, czy przy kontroli „efektu zmian strukturalnych”, zastosujemy to drugie podejście, biorąc pod uwagę, że od kilkunastu lat dokonują się w Polsce istotne zmiany rozkładu zawodowego ludności¹.

Najczęściej stosowaną metodą oddzielania „efektu strukturalnego” są modele logarytmiczno−liniowe. Zastosowanie ich pozwala na testowanie hipotez doty−

1Ważny jest wzgląd metodologiczny. Kontrolowanie efektu zmian strukturalnych uznaje się za podejście prowadzące do dokładniejszego pomiaru. Poza tym, nasze wyniki można będzie w ten sposób odnieść do wyników analiz z innych krajów, prowadzonych w ramach identycznego sche−

matu. Argumenty na rzecz kontroli zmian strukturalnych (lub inaczej mówiąc „rozkładów brzego−

wych”) w kontekście wpływu pozycji klasowej na postawy wyborcze przedstawiają m.in. autorzy analiz przedstawionych w książce The End of Class Politics? (Evans 1999).

(15)

czących związków między zmiennymi i identyfikację wzorów tych zależności w postaci parametrów statystycznych. Posługując się modelowaniem logaryt−

miczno−liniowym zaczniemy od odpowiedzi na newralgiczne pytanie, czy w ana−

lizowanym okresie zmienił się wpływ przynależności klasowej na postawy wy−

borcze. Przedmiotem analizy są rozkłady w trójwymiarowych tabelach, skonstru−

owanych na połączonym zbiorze danych z PGSS dla 1992, 1994, 1999 i 2002 ro−

ku. Trzema zmiennymi, które posłużyły do skonstruowania tych tabel są: (i) czas (C), gdzie respondentom z kolejnych edycji PGSS przypisałem wartości od 1 do 4, (ii) 5 klas EGP (K) oraz (iii) preferencje wyborcze (W). Preferencje wpro−

wadziłem w postaci 6 zmiennych zero−jedynkowych, zdefiniowanych dla wszystkich par wyborów między czterema partiami. Tak więc, pierwsza z tych zmiennych identyfikuje dychotomiczny podział na respondentów głosujących na blok UD/KLD/UW/PO (kodowanych jako 1) i elektorat SLD/UP (kod 0).

Druga zmienna jest podziałem na UD/KLD/UW/PO (kod 1) w porównaniu z opcją na PSL (kodowaną 0). Z kolei trzecia zmienna to elektorat UD/KLD/UW/PO skontrastowany z poparciem dla Solidarności/AWS, czwarta zmienna przeciwstawia sympatyków SLD/UP i PSL itd.².

Analiza zależności w modelach logarytmiczno−liniowych polega na testowa−

niu hipotez³. Zwykło się je zaczynać od stosunkowo najprostszego modelu nieza−

leżności między zmiennymi. W naszym przypadku punktem wyjścia był model warunkowej niezależności między preferencjami wyborczymi a klasą (C, K i W), który (w języku modelowania logarytmiczno−liniowego) można zapisać jako:

m_ijk= t . t_i^C. t_j^K. t_k^W. t_ij^CK. t_ik^CW

Jest to multiplikatywna wersja tego modelu, gdzie m_ijk oznacza liczebność łącznego rozkładu trzech zmiennych dla i−tej kategorii C, j−tej kategorii K, oraz k−tej kategorii W. Parametry t_i, t_j, t_k, identyfikują rozkłady (marginesy) zmien−

nych C, K i W; parametr t_ijidentyfikuje interakcje między kategoriami i−tą i j−tą zmiennych C i K, tj. rozkłady „klas” w czterech punktach czasowych, i – analo−

gicznie – parametr t_ik,odnosi się do rozkładu zmian preferencji wyborczych. Mo−

del ten dopuszcza występowanie różnic w rozkładach klas (t_ij) i preferencji wy−

borczych (t_ik) w latach 1991–2001, ale nie zakłada zależności między preferen−

2Każda z sześciu zmiennych identyfikujących preferencje wyborcze została skrzyżowana z po−

działem na 5 klas EGP i podziałem na 4 punkty czasowe. Tak więc przedmiotem analizy było 6 trójwymiarowych tabel 4*5*2. Liczebności tabel 5*2 dla kolejnych edycji PGSS zostały wystan−

daryzowane do 500. Zrobiłem tak, aby wyeliminować wpływ niejednakowej liczebności prób dla kolejnych punktów czasowych na stopień dopasowania modeli do danych. Oryginalne tabele „kla−

sa*preferencje” wyborcze dla 1999 i 2002 roku miały większą liczbę przypadków, co w naturalny sposób „przeważyłoby” wpływ zależności dla tych lat w trójwymiarowej tabeli.

3Wszystkie analizy przeprowadziłem posługując się programem komputerowym LEM (Ver−

munt 1997).

(16)

cjami a klasą. Rzecz jasna, założenie to jest nierealistyczne, ale model niezależ−

ności zwykło się traktować jedynie jako punkt wyjścia do testowania hipotez.

W celu rozstrzygnięcia kwestii, czy wpływ przynależności klasowej na posta−

wy wyborcze był znaczący, posłużymy się modelem, znanym w literaturze pod nazwą constant class voting, czyli braku zmian (Heath i in. 1991). Od mo−

delu warunkowej niezależności różni się on tym, że zakłada występowanie stałej (w czasie) zależności między preferencjami wyborczymi a podziałem klasowym.

Tak więc, do przedstawionego powyżej równania dodajemy parametr interakcji między preferencjami a klasą t_jk^KW. Związana z tym hipoteza głosi, że w latach 1991–2001 przynależność klasowa była znaczącym wyznacznikiem głosowania w wyborach, ale zależność ta nie zmieniała się w czasie.

W tabeli 2 przedstawione są mierniki dopasowania kolejnych modeli do da−

nych. Im większa jest wartość likelihood ratio (L²) w odniesieniu do liczby stop−

ni swobody (df), tym dopasowanie jest słabsze. W nawiasach podane są istotno−

ści statystyczne (p) dla każdego modelu – o dopasowaniu modelu do danych można mówić, zaczynając od wartości 0,01 w górę, natomiast wartość p = 0 wskazuje na niedopasowanie modelu. Jeżeli chodzi o indeks rozbieżności D, to informuje on o odsetku respondentów, których należałoby „przesunąć” w tabeli 4*5*2 (C*K*W), aby uzyskać rozkład zgodny z danym modelem, co oznacza, że im D jest wyższe, tym model jest gorszy. Ostatni z zamieszczonych mierników – BIC (Bayesian Information Criterion) – pozwala uniknąć pewnej wady mier−

nika L². Ograniczeniem L²jest zależność od liczebności próby – wzrost N pocią−

ga odpowiedni wzrost L²– co prowadzi zazwyczaj do odrzucenia prostych mo−

deli, nawet gdy mogą być one „prawdziwe”. Wartości BIC uwzględniają różnice liczebności – miernik ten skonstruowany jest w ten sposób, że im jego wartość jest mniejsza, tym model jest lepszy (Raftery 1986).

Jak można było oczekiwać, model niezależności nie odzwierciedla ade−

kwatnie rozwoju wydarzeń. Wielkość L²kilkakrotnie przewyższa liczbę stop−

ni swobody, p = 0, a wartości BIC są dodatnie, co wskazuje na niedopasowa−

nie tego modelu do danych. Zasadniczo zmienia się to dla modelu constant class voting. Okazuje się, że sytuacja znaczącego wpływu podziałów klaso−

wych na preferencje wyborcze – przy braku zmian – stanowi trafne odzwier−

ciedlenie wpływu klasy na wybór SLD/UP (w porównaniu z wyborem PSL) i na poparcie dla układu UD/KLD/UW/PO (w porównaniu z poparciem dla koalicji Solidarność/AWS). W przypadku wyboru między SLD/UP a PSL, model braku zmian okazuje się być akceptowalny na wysokim poziomie istot−

ności p=0,48. Również satysfakcjonująco (p=0,02), chociaż słabiej, model ten odzwierciedla różnice między poparciem dla liberalnego i bardziej zachowaw−

czego skrzydła byłej opozycji antykomunistycznej, której politycznymi repre−

zentacjami stały się ugrupowania UD/KLD/UW/PO i Solidarność/AWS. Po−

nieważ model braku zmian nie „wyjaśnia” w zadowalającym stopniu wpływu

(17)

Tabela 2. Mierniki dopasowania modeli logarytmiczno−liniowych

Zapis modeli w postaci funkcyjnej jest następujący. Model niezależności: m_ijk= t . t_i^C. t_j^K. t_k^W. t_ij^CK . t_ik^CW. Model braku zmian (constant class voting): m_ijk= t . t_i^C. t_j^K. t_K^W. t_ij^CK. t_ik^CW. t_jk^KW. Mo−

del zmian: m_ijk= t . t_i^C. t_j^K. t_k^W. t_ij^CK. t_ik^CW. b_ijk.

Modele Stopnie swobody L² D BIC

Modele wpływu przynależności klasowej na wybór między UD/KLD/UW/PO a SLD/UP

Model niezależności 16 74,3 (0,000) 7,4% –47,3

Model braku zmian (constant class voting) 12 29,0 (0,003) 3,7% –61,4

Model zmian w czasie 9 23,8 (0,005) 3,2% –44,6

Modele wpływu przynależności klasowej na wybór między UD/KLD/UW/PO a PSL

Model niezależności 16 626,4 (0,000) 21,4% 504,9

Modele wpływu przynależności klasowej na wybór między UD/KLD/UW/PO a Solidarnością/AWS

Modele wpływu przynależności klasowej na wybór między SLD/UP a PSL

Modele wpływu przynależności klasowej na wybór między SLD/UP a Solidarnością/AWS

Model niezależności 16 92,9 (0,000) 7,2% –28,6

Modele wpływu przynależności klasowej na wybór między PSL a Solidarnością/AWS

(18)

klas na pozostałe preferencje wyborcze, wnioskujemy, że zależności te ulega−

ły zmianom.

W celu odtworzenia charakteru tych zmian należy pójść dalej. Odwołamy się do modelu, który w odróżnieniu od modelu „stałej zależności” dopuszcza zmia−

ny w sile wpływu pozycji klasowej na preferencje wyborcze i dostarcza jedno−

znacznego miernika siły tej zależności. Miernikiem tym jest parametr b_ijk, którym zastępujemy parametr stałej interakcji między preferencjami a klasą (t_jk^KW) z mo−

delu constant class voting. b_ijk charakteryzuje siłę tej zależności dla kolejnych (i−tych) punktów czasowych.

Drugą zaletą modelu dopuszczającego zmiany jest możliwość ustosunkowa−

nia się do rozróżnienia na „politykę klasową” i „głosowanie klasowe” – przypo−

mnijmy, że w obu tych przypadkach zależność od klasy istnieje, o ile jednak w sytuacji „polityki klasowej” jest ona stabilna, zarówno pod względem siły związku, jak i posiadania przez klasy tych samych preferencji wyborczych, to w przypadku „głosowania klasowego” utrzymuje się tylko siła związku, ale pre−

ferencje określonych klas mogą się zmieniać. Konieczna jest w tym miejscu uwa−

ga, że brak stałej siły związku nie wyklucza interpretacji zmian w duchu „polity−

ki klasowej”. Zmiany w sile zależności nie muszą oznaczać, że – dajmy na to – robotnicy głosowali w jednych wyborach częściej na SLD niż na Solidarność, a w kolejnych odwrotnie. Mogli oni zachowywać te same preferencje partyjne, wyrażając je raz silniej, raz słabiej.

Posługując się modelowaniem logarytmiczno−liniowym można było porów−

nać trafność tej wersji hipotezy „polityki klasowej” (nazwijmy ją słabszą), z jej wersją oryginalną (Mair 1993). Wersja „słabsza” dopuszcza zmiany w sile zależ−

ności postaw wyborczych od klasy, przy niezmienności jej wzoru. Wyniki testu dla obu tych wersji wskazują, że w warunkach polskich model odwołujący się do słabszej wersji hipotezy o „polityce klasowej” jest lepiej dopasowany do da−

nych w porównaniu z modelem odwołującym się do oryginalnej hipotezy class politics. W tabeli 2 przedstawiłem statystyki dopasowania właśnie dla tego „słab−

szego” modelu. Jeżeli chodzi o „wzór” wpływu klasy, to w analizach logaryt−

miczno−liniowych identyfikowany jest on w terminach wartości parametrów przypisywanych każdej klasie społecznej przez model, które to wartości można interpretować jako wskaźnik względnego poparcia ze strony określonych klas dla analizowanych opcji wyborczych⁴. Wartości te przedstawiłem w tabeli 4 – przej−

dziemy do nich za chwilę.

4Wartości parametrów dla klas ustaliłem (posługując się LEM) dla modelu: CK CW ass2 (K, W, C, 5a), gdzie C identyfikuje rok badania (1992, 1994, 1999 i 2002), K – 5 klas EGP, i W – pre−

ferencje wyborcze w podziale na 6 alternatywnych wyborów. Parametry CK i CW identyfikują zmiany w czasie rozkładów przynależności klasowej i preferencji wyborczych; ass2 informuje, że chodzi o ustalenie siły zależności między zmiennymi K i W, natomiast wartości parametrów dla klas społecznych (jeden, dominujący, wzór w latach 1991–2001) identyfikuje parametr 5a.

(19)

Wyniki przedstawione w tabeli 2 dostarczają bezpośredniego testu dla trzech pierwszych hipotez. Odrzucenie modelu niezależności i znaczący wzrost dopaso−

wania do danych w modelach zakładających „brak zmian w czasie”, a następnie

„wystąpienie zmian”, są potwierdzeniem trafności hipotezy 1, która mówi, że przynależność klasowa w znaczącym stopniu różnicowała preferencje wyborcze jednostek⁵. Jeżeli chodzi o hipotezę 2, zakładającą brak większych zmian w la−

tach 1991–2001, to sprawdziła się ona tylko dla wyborów między SLD/UP i PSL i między UD/KLD/UW/PO i Solidarnością/AWS. Uzyskaliśmy jednoznaczne świadectwo wystąpienia zmian w sile wpływu przynależności klasowej na wybór między UD/KLD/UW/PO i PSL i na wybór między SLD/UP i Solidarno−

ścią/AWS – świadczy o tym znaczące zmniejszenie się wartości L²po uwzględ−

nieniu trzeciego modelu, zakładającego wystąpienie zmian w czasie. Natomiast model ten nie przynosi znaczącej poprawy dopasowania dla wpływu pozycji kla−

sowej na wybór między UD/KLD/UW/PO i SLD/UP i na wybór między PSL a Solidarnością/AWS. Zwróćmy poza tym uwagę, że w obu tych przypadkach trzeci model jest niedopasowany do danych, czego jednak nie należy interpreto−

wać jako świadectwa braku zmian w sile zależności między tymi wyborami a przynależnością klasową. Brak dopasowania świadczy raczej o złożonym cha−

rakterze uwarunkowań stojących za wyborami tych opcji, co oznacza, że „wyja−

śnienie” ich wymaga zastosowania bardziej złożonego modelu.

Nie zmienia to faktu, że sytuacja zakładająca wystąpienie zmian w sile zależ−

ności – przy braku zmian wzoru preferencji wyborczych – okazuje się być sto−

sunkowo trafnym odzwierciedleniem rozwoju wydarzeń. Wynikałoby stąd, że należałoby raczej odrzucić trzecią hipotezę, w której założyliśmy wystąpienie znaczących zmian we wzorach preferencji wyborczych w przekroju klasowym.

Powtórzmy, że rozstrzygającym argumentem jest tu fakt zadowalającego dopa−

sowania do danych trzeciego z rozpatrywanych modeli, w którym zakłada się niezmienność układu dystansów między klasami ze względu na wzory preferen−

cji wyborczych. Model ten jest trafnym odzwierciedleniem tych wzorów dla czterech (z sześciu) analizowanych przypadków. Ustalenia te skłaniają do wnio−

sku, że adekwatną charakterystyką zależności między preferencjami wyborczy−

mi a przynależnością klasową jest sytuacja „polityki klasowej” w wersji nazwa−

nej przeze mnie „słabszą”, gdzie zmianom w sile zależności towarzyszy brak większych zmian w różnicach preferencji między klasami.

5Ściślej mówiąc, statystycznym kryterium znaczącego wzrostu dopasowania do danych jest różnica między wartościami L²dla dwóch kolejnych (w przypadku naszych analiz) modeli w po−

równaniu do różnicy między stopniami swobody. Jak łatwo ustalić, różnica między modelem nie−

zależności a drugim z kolei modelem – braku zmian w czasie – jest statystycznie istotna. Wystar−

czy to do stwierdzenia, że przynależność klasowa jest znaczącym wyznacznikiem preferencji wy−

borczych.

(20)

Zmiany w sile wpływu przynależności klasowej i stały wzór preferencji wyborczych

Przyjrzyjmy się bliżej zmianom w sile wpływu przynależności klasowej.

Wielkości parametru b_ijk uzyskane dla modelu zmian w czasie informują o sile zależności między poparciem dla określonych partii a przynależnością klasową w wyborach dla 1991, 1993, 1997 i 2001 roku (tabela 3).

Na odnotowanie zasługują dwa fakty. Pierwszy z nich dotyczy siły wpływu przynależności klasowej. Okazuje się, że w 1991 i 1993 roku stosunkowo najsła−

biej różnicowała ona wybór między opcją na UD/KLD/PO a Sojuszem Lewicy De−

mokratycznej i Unią Pracy. Wynikałoby stąd, że dla wyboru między tymi blokami stosunkowo małe znaczenie ma fakt, czy jest się inteligentem, niższym rangą pra−

cownikiem umysłowym, właścicielem, robotnikiem czy chłopem. Z kolei w latach 1997–2001 przynależność klasowa najsłabiej różnicowała wybór między SLD/UP a Solidarnością/AWS. Pod względem kompozycji klasowej, elektoraty tych ugru−

powań były do siebie podobne, co pozwala wnioskować, że zarówno partie o rodo−

wodzie komunistycznym, będące spadkobiercami minionego układu, jak i partie wyrosłe z jego kontestacji, przyciągały podobne segmenty struktury społecznej.

Tabela 3. Siła zależności między przynależnością klasową a preferencjami wyborczy−

mi. Współczynniki b ustalone w modelu „zmian w czasie”

Kwestią otwartą jest to, w jakim stopniu wynik ten informuje o bliskości pro−

gramowej UD/KLD/PO, Solidarności/AWS i SLD/UP – samo podobieństwo elektoratów nic o tym nie mówi. Zauważmy, że rezultaty te nie wskazują też, aby partie te były partiami typu catch−all, przyciągającymi reprezentantów wszyst−

kich segmentów struktury klasowej. Odzwierciedleniem sytuacji catch−all były−

Wpływ przynależności klasowej na wybór między:

Siła zależności (b) w:

1991 1993 1997 2001

UD/KLD/UW/PO a SLD/UP 0,33 1,14 1,54 0,96

UD/KLD/UW/PO a PSL 1,84 1,75 2,71 2,08

UD/KLD/UW/PO a Solidarnością/AWS 0,85 1,56 1,11 0,68

SLD/UP a PSL 1,94 1,75 1,77 1,72

SLD/UP a Solidarnością/AWS 0,92 1,39 0,30 0,08

Solidarnością/AWS a PSL 1,42 2,08 1,28 1,29

(21)

by równie słabe zależności między przynależnością klasową a wyborem między UD/KLD/PO i PSL i między UD/KLD/PO a Solidarnością/AWS. Analogicznie – przynależność klasowa nie powinna też różnicować wyboru między SLD/UP a PSL i między SLD/UP a Solidarnością/AWS. Jednak widzimy, że zależności takie istnieją, przy czym wpływ klasy najsilniej dochodzi do głosu w przypadku wyborów, w których alternatywną stroną jest PSL. Wskazywałoby to, że jest ona partią o najbardziej wyrazistym profilu klasowym, co oczywiście wynika stąd, że jej podstawowym elektoratem są chłopi.

Drugi fakt dotyczy zmian w sile wpływu klasy społecznej. W istocie, wpływ ten zmieniał się na przestrzeni tych lat, jednak zmiany nie postępowały w jednym kierunku. Zależność ta na przemian malała i rosła, i kształtowała się dla poszcze−

gólnych partii inaczej. Brak jednokierunkowych tendencji wydaje się potwier−

dzać wnioski dotyczące niestabilności sceny politycznej, płynące z innych ana−

liz, co w szczególności dotyczy słabego osadzenia zachowań i orientacji poli−

tycznych w strukturze klasowej. Dokonujące się na przestrzeni tych lat skokowe zmiany w sile wpływu przynależności klasowej na postawy wyborcze można traktować jako odzwierciedlenie braku zinstytucjonalizowanego podłoża, które−

go innymi aspektami są m.in. słabe związki zawodowe i silna cyrkulacja elity parlamentarnej w Polsce (Ost 1995; Mair 1997; Wesołowski 2004).

Tabela 4. Kształt zależności między przynależnością klasową a preferencjami wybor−

czymi. Wartości parametrów dla klas uzyskane w modelu zmian w czasie

Kategorie klasowe

Siła zależności między przynależnością klasową a wyborem między:

UD/KLD/

UW/PO a SLD/UP

UD/KLD/

UW/PO a PSL

UD/KLD/

UW/PO a Solidarno−

ścią/AWS

SLD/UP a PSL

SLD/UP a Solidarno−

ścią/AWS

Solidarno−

ścią/AWS a PSL Wyżsi kierownicy

i inteligencja 0,19 0,65 –0,58 0,65 –0,81 0,23 Pozostali pracow−

nicy umysłowi 0,08 0,49 –0,14 0,44 0,06 0,49

Właściciele firm 0,11 0,11 –0,22 –0,06 0,03 –0,06

Robotnicy –0,30 –0,18 –0,49 0,13 0,41 0,34

Rolnicy –0,09 –1,06 –0,45 –1,15 0,31 –1,00

(22)

W tabeli 4 zamieszczamy wartości parametrów przypisane klasom społecz−

nym. Odwołując się do analogii ze współczynnikami regresji, wartości te moż−

na interpretować jako odpowiednik standaryzowanych wag beta. Wartości przedstawione w pierwszej kolumnie tabeli 4 charakteryzują usytuowanie klas na skali poparcia wyborczego dla UD/KLD/UW/PO w porównaniu do opcji na SLD/UP, w drugiej kolumnie dla UD/KLD/UW/PO w stosunku do PSL itd.

Dla każdej pary wyborów został wyznaczony tylko jeden zestaw wartości uzy−

skany w modelu zakładającym stały w czasie wzór preferencji wyborczych. Pa−

rametry te można interpretować jako odzwierciedlenie dominującego wzoru preferencji klasowych w latach 1991–2001 dla każdego z sześciu analizowa−

nych wyborów. Wartości dodatnie identyfikują odpowiednio silniejsze popar−

cie reprezentantów danej klasy społecznej dla pierwszej opcji, podczas gdy wartości ujemne identyfikują odpowiednio silniejsze preferencje dla opcji dru−

giej. Przykładowo więc, w przypadku wyboru między UD/KLD/UW/PO i SLD/UP największa polaryzacja stanowisk w latach 1991–2001 wystąpiła między wyższymi kierownikami i inteligencją a robotnikami. Ci pierwsi sto−

sunkowo najczęściej głosowali na UD/KLD/UW/PO (0,19), natomiast robotni−

cy wybierali raczej postkomunistyczną lewicę (–0,30). Większa różnica mię−

dzy klasami wskazuje odpowiednio większy dystans na skali określonych pre−

ferencji wyborczych.

Skoncentrujemy się na wskazaniu ogólniejszych prawidłowości nie oma−

wiając profilu preferencji wyborczych dla poszczególnych klas, ze względu na brak statystycznej istotności wartości wielu parametrów⁶. Analizując te wielkości stwierdzamy, że dla każdego z rozpatrywanych wyborów układają się one według wzoru przypominającego swym kształtem typową hierarchię społeczną. Charakterystyczną prawidłowością jest to, że niezależnie od tego, czy alternatywne wybory dotyczą SLD, PSL czy Unii Wolności, na jednym biegunie sytuuje się inteligencja i pracownicy umysłowi, a na drugim robotni−

cy i chłopi. Podsumowując: wyniki te wydają się jeszcze jednym potwierdze−

niem słabszej wersji hipotezy o „polityce klasowej”. Można powiedzieć, że mi−

mo znaczących zmian w sile zależności między preferencjami wyborczymi a klasą społeczną, za preferencjami wyborczymi kryje się jednak trwałe podło−

że klasowe.

6LEM nie wyznacza statystycznej istotności dla wartości parametrów. Generalnie rzecz bio−

rąc, najistotniejsze są parametry o wysokiej wartości bezwzględnej; im bliżej 0, tym statystyczna istotność jest niższa.

(23)

Perspektywa międzykrajowa

Wiemy już, że wpływ klasy społecznej na postawy wyborcze był w Polsce znaczący i chociaż zmieniał się on, postawom tym nie brakowało strukturalnego podłoża. Można by na tej podstawie wnioskować, że jeżeli zależność ta występu−

je w tak młodej demokracji, to wynik ten wzmacnia argumenty zwolenników te−

zy mówiącej o tym, że podziały klasowe istnieją. Zapewne strona przeciwna wy−

sunie w odpowiedzi słuszny argument, że mamy do czynienia z wątpliwą trwa−

łością ze względu na krótki okres występowania tej zależności i jej nowość. Wąt−

pliwości te będzie można rozstrzygnąć przez wydłużenie ciągu obserwacji w ko−

lejnych badaniach. Obecnie pozostaje nam tylko odnieść wyniki dla Polski do międzynarodowego kontekstu.

Głównym punktem odniesienia są dla nas kraje zachodnie. Wolno założyć, że świadectwem znaczącego wpływu przynależności klasowej na postawy wyborcze byłaby sytuacja, w której siła tej zależności w Polsce nie odbiega od tendencji do−

minujących w ustabilizowanych demokracjach, takich jak Anglia, Szwecja, Ho−

landia, Belgia czy Niemcy. W celu rozstrzygnięcia tej kwestii posłużyłem się da−

nymi Europejskiego Sondażu Społecznego przeprowadzonego w 2002 i 2003 ro−

ku w 24 krajach. Materiału empirycznego do konstrukcji zmiennej „preferencje wyborcze” dostarczyły odpowiedzi na dwa pytania: „Czy brał (a) P. udział w ostatnich wyborach do parlamentu w (data) roku?”. A następnie: „Na którą par−

tię lub ugrupowanie głosował(a) P. w tamtych wyborach?”. Respondenci wybie−

rali je z listy, tak więc były to dane retrospektywne identyfikujące zachowania wy−

borcze, które miały miejsce przed rokiem 2002 w różnych punktach czasowych.

Oczywiście najistotniejszym problemem było sprowadzenie różnych podzia−

łów partyjnych do porównywalnego wskaźnika. W analizach międzykrajowych porównywalność zmiennych uzyskuje się kosztem osłabienia trafności. Dotyczy to również zastosowanego przeze mnie schematu operacjonalizacji zmiennej

„preferencje wyborcze”. Nawiązując do dotychczasowej praktyki badawczej, zdefiniowałem ją dla każdego kraju w postaci dychotomii „lewica–prawica”.

Jakkolwiek poważnym mankamentem tego rozwiązania jest konieczność spro−

wadzenia różnych partii do prostego podziału, jego zaletą jest porównywalność i odniesienie do znanych teorii struktury klasowej, dla których podział na partie lewicowe i prawicowe traktowany jest jako centralna oś polaryzacji konfliktów.

Jest on również standardowym narzędziem operacjonalizacji preferencji wybor−

czych w analizach międzykrajowych. Dokonując tego podziału posłużyłem się klasyfikacją partii na lewicowe i prawicowe, którą zastosowali Nieuwbeerta i de Graaf (1999: 51–52) w analizie dla kilkudziesięciu krajów zachodnich. W edycji ESS z 2002–2003 roku uczestniczyły również cztery społeczeństwa postkomuni−

styczne. Sposób przypisania partii do dychotomii „lewica–prawica” w tych kra−

jach zawiera załącznik zamieszczony na końcu.